QUALIDADE DAS INFORMAÇÕES CONTÁBEIS NA OFERTA PÚBLICA DE AÇÕES E DEBENTURES PELAS COMPANHIAS ABERTAS BRASILEIRAS RESUMO

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Edilson Paulo UNIVERSIDADE FEDERAL DA PARAÍBA

RESUMO

A literatura contábil apresenta evidências sobre a qualidade das informações contábeis quando da oferta pública de ações no Brasil, contudo, as debêntures apresentam o maior volume de negociações no mercado brasileiro. Portanto, torna-se relevante avaliar a qualidade das informações contábeis, quando da emissão pública dos diversos títulos emitidos pelas companhias brasileiras. Diante do exposto, pode-se levantar o seguinte problema de pesquisa:

A qualidade das informações contábeis é afetada significativamente pela oferta pública de ações e debêntures? O objetivo deste trabalho é analisar a qualidade das informações contábeis nos períodos em torno da oferta pública de ações e debêntures pelas companhias abertas brasileiras, com o intuito de verificar se existem diferenças significativas. Para atingir o propósito deste trabalho, desenvolveu-se uma pesquisa empírica, buscando avaliar a qualidade das informações contábeis. A amostra foi formada por empresas que efetuaram ofertas públicas de ações e debêntures entre os anos de 2000 a 2006. Em linhas gerais, os resultados desta pesquisa evidenciam que os números contábeis não são significativamente diferentes nos períodos em torno da emissão pública de ações e debêntures. Portanto, a oferta pública de títulos não afeta a qualidade das informações contábeis.

Palavras-chave: Qualidade das Informações Contábeis. Conservadorismo. Persistência.

Gerenciamento de Resultados Contábeis. Accruals.

1. INTRODUÇÃO

Diversos trabalhos analisaram as características dos resultados contábeis e de seus componentes (accruals e fluxo de caixa) nos últimos anos (DECHOW; DICHEV, 2002;

DECHOW; SCHRAND, 2004; BURGSTAHER; HAIL; LEUZ, 2006; PAULO; MARTINS, 2007). Nesses estudos, a qualidade da informação contábil é conceituada como um conjunto amplo de várias dimensões (atributos), nas quais se destacam: persistência, conservadorismo, gerenciamento de resultados e qualidade da estimação dos accruals (DECHOW; DICHEV, 2002; DECHOW; SCHRAND, 2004; BURGSTAHER; HAIL; LEUZ, 2006). Além desses fatores, deve-se considerar que existem outras dimensões (atributos) da qualidade da informação contábil, como, por exemplo, transparência, nível de disclosure, relação dos números contábeis com o desempenho dos preços das ações ou do valor de mercado da firma.

Quando ocorre a oferta pública de ações, os administradores buscam captar o maior volume de recursos, mas, por outro lado, os investidores procuram pagar o menor preço pela ação. Esse fato cria a possibilidade dos administradores agirem discricionariamente, motivados a aumentar o preço das ações, na qual existem evidências empíricas que comprovam tal hipótese no contexto internacional e nacional (ROOSENBOOM; GOOT;

MERTENS, 2003; PAULO, 2006). Entretanto, no mercado de capitais brasileiro, a oferta de outros títulos tem uma participação relevante no volume de negócios registrados na Comissão de Valores Mobiliários (CVM).

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Observando as ofertas públicas registradas na CVM entre janeiro de 1997 a dezembro de 2006, verificou-se que a negociação de debêntures obteve o maior volume de recursos financeiros durante todo período analisado neste trabalho. Apesar do grande volume de recursos negociados no mercado de capitais brasileiro, poucos trabalhos versam sobre a qualidade das informações contábeis nesse ambiente econômico, principalmente, no que se refere à oferta de debêntures (MARTINEZ; FARIA, 2007).

Portanto, torna-se relevante o estudo sobre a qualidade as informações contábeis quando da emissão pública de títulos por parte das companhias brasileiras. Diante do exposto, pode-se levantar o seguinte problema de pesquisa: A qualidade das informações contábeis são afetadas significativamente pela oferta pública de ações e debêntures?

O objetivo deste trabalho é analisar a qualidade das informações contábeis nos períodos em torno da oferta pública de ações e debêntures por parte das companhias abertas brasileiras, com o intuito de verificar se existem diferenças significativas durante o período analisado.

O estudo foi realizado numa amosta composta pelas companhias abertas brasileiras que efetuaram ofertas públicas de ações e debêntures no período compreendido entre 2000 a 2006. Para atingir o propósito deste trabalho, desenvolveu-se uma pesquisa empírica. Para a análise das dimensões da qualidade das informações contábeis aplicaram-se os modelos operacionais presentes na literatura que avaliam a persistência nos resultados contábeis (DECHOW; SCHRAND, 2004), o nível de conservadorismo (BALL; SHIVAKUMAR, 2005), gerenciamento de resultados contábeis (KANG; SIVARAMAKRISHNAN, 1995;

PAE, 2005) e mensuração dos accruals (DECHOW; DICHEV, 2002), em uma amostra formada por 436 empresas-ano.

Para analisar se a persistência dos resultados, nível de conservadorismo, gerenciamento de resultados e a qualidade dos accruals são significativamente diferentes nos períodos em torno da oferta pública das ações e debêntures, realizaram-se os testes de hipóteses para diferenças entre médias F ANOVA, Welch e Brown-Forsythe (paramétricos) e Kruskal-Wallis (não-paramétrico), bem como os testes post hoc (Tukey e Scheffé). Todas as análises estatísticas foram realizadas considerando-se um nível de significância de 5% (bi- caudal).

Na seção seguinte foi realizada uma revisão de literatura sobre o tema, especialmente, no que se refere a qualidade da informação contábil e o papel da Contabilidade na oferta de títulos no mercado de capitais. Na seção 3 apresentam-se os procedimentos metodológicos adotados na pesquisa e, na seção seguinte, os resultados foram descritos e analisados.

Finalizando o artigo, teceram-se algumas considerações sobre as evidências encontradas nesta pesquisa.

2. REFERENCIAL TEÓRICO

2.1. Qualidade das Informações Contábeis

A informação nas atividades econômicas, sociais e políticas tornou-se um dos objetos de pesquisa mais estudados em diversas áreas do conhecimento. Estudar o tema ‘informação’

tem sido uma tarefa árdua, pois ela não é fácil de ser definida, pois assume muitas características subjetivas e mutáveis ao longo do tempo, ou mesmo, de um indivíduo para o outro (SCOTT, 2003).

Adicionalmente, observa-se que uma série de fatores sociais, econômicos, políticos e comportamentais fazem com que os diversos agentes econômicos não possuam a mesma

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informação, em termos de quantidade e/ou qualidade. Scott (2003, p.105) explica que

“freqüentemente, um tipo de participante no mercado (vendedor, por exemplo) conhecerá algo a mais sobre o ativo que está sendo negociado que outro tipo de participante (comprador) não sabe”. Essa situação em que um dos participantes possui melhores informações do que outro(s) participante(s) é conhecida como assimetria informacional.

A magnitude da influência do regime de competência (accrual basis) e outros conceitos contábeis, entretanto, mudam conforme a estrutura institucional e organizacional na qual a firma está inserida, como sistema de governança, auditoria, regulação contábil e sistema de normas, enforcement, tributação, relações jurídicas dos contratos, investidores, etc.

Logo, esses fatores afetam diretamente a qualidade das informações contábeis presentes nos demonstrações contábeis publicadas pelas empresas.

Alguns trabalhos sugerem que a qualidade da informação contábil difere entre as empresas devido à maior dependência do mercado de capital em relação a outras fontes de financiamentos das atividades empresariais, influenciando, assim, o nível de monitoramento do desempenho das companhias através do disclosure. Com relação à influência do sistema legal sobre as Contabilidade, pode-se considerar que um dos aspectos é a forma como a legislação protege investidores da expropriação dos administradores e acionistas principais da companhia. Sugere-se que os investidores com um melhor nível de informação terão melhores condições de alocar eficientemente os seus recursos (HOLTHAUSEN; WATTS, 2001).

A qualidade da informação contábil pode ser considerada como um conjunto de diversas dimensões (atributos), tais como persistência, conservadorismo, gerenciamento dos resultados contábeis, qualidade na mensuração dos accruals, transparência, nível de disclosure, relação dos números contábeis com o desempenho dos preços das ações ou do valor de mercado da firma. Este trabalho analisou as quatro primeiras dimensões: (1) persistência, (2) conservadorismo, (3) gerenciamento dos resultados contábeis e (4) qualidade na mensuração dos accruals.

Dechow e Schrand (2004, p.5) consideram que a persistência dos resultados contábeis é um atributo desejável para a avaliação de desempenho empresarial, porém ressaltam que essa qualidade da informação será relevante, somente se os resultados verdadeiramente refletir o desempenho durante o período e se o desempenho do período corrente persistir nos períodos seguintes. O regime de competência (accruals basis) tende a suavizar as flutuações nos fluxos de caixa da empresa, gerando um número mais útil para a tomada de decisão do investidor do que o fluxo de caixa operacional do período corrente.

O grande interesse sobre a persistência dos resultados contábeis está no papel que exerce na previsão dos resultados futuros e, conseqüentemente, na avaliação do valor dos ativos. Quando ocorrem erros nas estimações dos accruals, como, por exemplo, na avaliação dos instrumentos financeiros marcados a mercado, existe uma redução na persistência dos resultados e isso leva à perda da utilidade da informação contábil na avaliação e previsão sobre comportamentos futuros do desempenho da empresa. Dechow (1994), Dechow e Schrand (2004) e Paulo e Martins (2007) evidenciaram que os resultados contábeis são mais persistentes do que os fluxos de caixa operacional, portanto, podem ser considerados como uma métrica mais adequada para avaliação do desempenho da empresa.

O conservadorismo é conceituado como o reconhecimento enviesado das más notícias, mais rapidamente do que as boas notícias (BALL; SHIVAKUMAR, 2005). O nível de conservadorismo é afetado pelo ambiente institucional e organizacional das empresas.

Holthausen e Watts (2001, p. 37) ponderam que o conservadorismo pode estar relacionado às fontes de contração, litígio e/ou tributária, devido aos aspectos dos múltiplos objetivos dos relatórios contábeis. Lopes (2002, p.42) afirma que “a idéia geral do conservadorismo é

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fornecer informações mais confiáveis aos investidores por meio de demonstrações que não sejam excessivamente otimistas”.

A prática conservadora da Contabilidade pode minimizar o comportamento oportunístico dos administradores sobre os números contábeis, através da exigência assimétrica da verificabilidade, pois as práticas contábeis são mais exigentes com o nível de verificação das boas notícias do que das más notícias (PAULO; MARTINS, 2007, p. 5).

Burgstaher, Hail e Leuz (2006) consideram que o nível de gerenciamento de resultados é uma medida da qualidade contábil, pois é, particularmente, uma resposta aos incentivos informacionais das firmas. O amplo conjunto de critérios de mensuração e evidenciação contábil permite que os administradores escolham uma das alternativas válidas a fim de divulgarem os relatórios da forma desejada. Healy e Wahlen (1999, p.368-370) consideram que o gerenciamento de resultados é uma conseqüência das ações discricionárias dos administradores para manipular as informações contábeis sobre o desempenho da empresa. Scott (2003, p.369) afirma que o “gerenciamento de resultados é a escolha da política contábil por um administrador de forma que atinja alguns objetivos específicos”.

Diversos trabalhos têm examinado as características dos resultados contábeis e de seus componentes (accruals e fluxo de caixa), analisando o impacto das propriedades dos accruals no processo de avaliação e de contratação. Em particular, investigam a utilidade dos accruals na predição dos resultados futuros e dos fluxos de caixa futuros das empresas, pois a capacidade da firma em gerar fluxo de caixa influencia na valoração de suas ações (DECHOW, 1994; LOPES, 2002; DECHOW; DICHEV, 2002).

A compreensão das relações entre resultados, fluxos de caixa e accruals auxilia no processo de avaliação. Dechow (1994) e Dechow e Dichev (2002) argumentam que os accruals ajustam o reconhecimento dos fluxos de caixa ao longo do tempo, fazendo com que os resultados contábeis tornem-se uma melhor medida de desempenho da empresa.

Porém, como os accruals são freqüentemente baseados em pressupostos e estimativas que, se incorreta, devem ser corrigidos nos futuros accruals, conseqüentemente, lucros (DECHOW; DICHEV, 2002, p.36). Os erros de mensuração afetam negativamente o conteúdo informacional dos accruals sobre os resultados futuros e fluxos de caixa futuros.

Esses erros de mensuração dos accruals podem ser ocasionados pelas características do sistema normativo contábil do país e pela política contábil adotada pela empresa.

2.2. A Importância da Informação Contábil na Emissão de Ações e Debentures

Choi et al (1999, p. 29-31) apontam diversos fatores institucionais que afetam a informação contábil diferentemente, dentre os quais se destacam: sistema de financiamento dos negócios, concentração do controle acionário, inflação, sistema jurídico e sistema fiscal.

Eles também consideram que, nos países em que a principal fonte de recursos para financiamento das atividades empresarias é o mercado de capitais, como, por exemplo, Estados Unidos da América e Reino Unido, as informações contábeis buscam, principalmente, auxiliar os investidores a estimar e avaliar os fluxos de caixa futuros. Por outro lado, nos países em que o mercado de crédito é a principal fonte de captação de recursos das empresas, o sistema contábil é direcionado para a proteção ao credor.

Para Niyama (2005, p.27), apesar de não possuir um mercado de capitais considerado sólido e atuante, o Brasil incorporou muitas das práticas contábeis empregadas nos mercados de capitais mais desenvolvidos as quais têm a maior preocupação de prestar informações aos acionistas e não aos credores. Assim, os relatórios contábeis das empresas brasileiras não são exatamente para atender aos bancos e ao governo.

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O grau de concentração de propriedade das empresas também influencia na demanda por informações contábeis. Pode-se considera que, em países com maior concentração de controle acionário, as empresas resolvem internamente grande parte dos problemas originados pelos conflitos de interesses e assimentria informacional, o que influencia diretamente na qualidade das informações contábeis divulgadas (BALL; SHIVAKUMAR, 2005, p.84).

No mercado de capitais brasileiro, a oferta de outros títulos diferentes das ações tem uma participação relevante no volume de negócios registrado na CVM. Verifica-se que a oferta de debêntures tem um volume de recursos financeiros bem superior em relação as ações e demais títulos emitidos pelas empresas brasileiras.

Quando da emissão, esses títulos públicos são avaliados pelas empresas de rating que utilizam as diversas informações disponíveis sobre a empresa, entre elas as informações contábeis, com o objetivo de atribuir um grau de risco dos papéis a serem negociados. Assim, os gestores têm incentivos para agir oportunisticamente com o objetivo de melhorar o rating atribuído aos papéis negociados publicamente pela empresa, o que, conseqüentemente, leva à redução do custo de capital.

Segundo Yu (2005), os analistas afetam o fluxo de informações das empresas e, conseqüentemente, a discricionariedade dos administradores nos números contábeis. Diversos estudos realizados apresentam evidências de práticas de gerenciamento de resultados contábeis (JONES, 1991; MARTINEZ, 2001). Algumas dessas pesquisas, especificamente, estudam a influência das atividades dos analistas financeiros sobre o desempenho dos números contábeis das firmas analisadas (YU, 2005; PAULO, 2006).

Analisando o gerenciamento de resultados contábeis no período em torno da oferta pública de ações, Paulo (2006) evidenciou que as companhias abertas brasileiras utilizam os accruals para melhorar o desempenho dos números contábeis no momento que antecede a oferta pública de ações, podendo, portanto, influenciar o preço das mesmas.

Mas, apesar da relevância, existem poucos trabalhos que avaliem as demais dimensões da qualidade das informações contábeis em relação a emissão de títulos públicos. Torna-se, portanto, relevante compreender as demais dimensões da qualidade das informações contábeis nos períodos próximos a emissão de títulos públicos por parte das companhias abertas brasileiras.

3. PROCEDIMENTOS METODOLÓGICOS 3.1. Tipo de Pesquisa

Este trabalho caracteriza-se como um estudo empírico, pois através da utilização de alguns dos modelos econométricos descritos na literatura específica, buscou verificar se existem diferenças significativas na qualidade das informações contábeis em torno do momento de emissão dos títulos pelas companhias abertas brasileiras.

3.2. Desenvolvimento das Hipóteses e Definição dos Modelos Empregados

Para atender aos objetivos desta pesquisa, foram levantadas algumas hipóteses acerca das dimensões da qualidade das informações contábeis quando da emissão pública das ações e debêntures no mercado brasileiro. Considerando-se a importância da persistência dos resultados contábeis no processo de avaliação do desempenho das empresas e as evidências de que esses são mais persistentes do que o fluxo de caixa, adotaram-se as seguintes hipóteses de pesquisa:

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Hipótese 1: Os resultados contábeis apresentam maior persistência do que os fluxos de caixa no momento da emissão pública de ações e debêntures no mercado brasileiro.

Hipótese 2: A persistência dos resultados contábeis nas demonstrações contábeis é significativamente diferente em torno da emissão pública de ações e debêntures pelas companhias abertas brasileiras.

Para analisar a persistência foi utilizado o seguinte modelo (DECHOW; SCHRAND, 2004, p.12):

X_it+1= α₀ + α₁X_it + ε_it (1) em que:

Xit+1 = valor da variável (lucro ou fluxo de caixa) na empresa i do ano t+1;

Xit = valor da variável (lucro ou fluxo de caixa) na empresa i do ano t;

ε_it = erro da regressão.

Todas as variáveis são ponderadas pelos ativos totais no início do período.

Para analisar as diferenças de características da informação contábil entre as companhias abertas, considera-se que a amostra com o maior coeficiente estimado de α1 é a firma com maior nível de persistência dos resultados contábeis.

Diante da relevância do conservadorismo sobre os números contábeis no momento da emissão de títulos públicos, levantou-se a terceira hipótese de pesquisa:

Hipótese 3: A emissão de títulos de ações e debêntures no mercado de capitais influencia significativamente o nível de conservadorismo das companhias abertas brasileiras.

Para mensuração do nível de conservadorismo, utilizou-se o modelo proposto por Ball e Shivakumar (2005, p.92), descrito da seguinte forma:

∆NI_it= α₀ + α₁D∆NI_it-1 + α₂∆NI_it-1 + α₃∆NI_it-1*D∆NI_it-1+ ε_it (2) em que:

∆NIit = variação no lucro líquido contábil da empresa i do ano t-1 para o ano t;

∆NI_it-1 = variação no lucro líquido contábil da empresa i do ano t-2 para o ano t-1;

D∆NI_it-1 = variável dummy para indicar se existe variação negativa no lucro líquido contábil da empresa i do ano t-1 para o ano t, assumindo valor 1 se ∆NIit < 0, e 0 nos demais casos;

ε_it = erro da regressão.

Nesse modelo (equação 2), a utilização da “variação no lucro líquido contábil” como variável independente, tem a vantagem de fornecer uma especificação adequada para identificar os componentes transitórios do resultado (BALL; SHIVAKUMAR, 2005, p.92). A hipótese assumida pelos referidos autores é de que existe menor reversão de decréscimos negativos de resultados nas companhias menos conservadoras, refletindo uma menor freqüência de reconhecimento oportuno das perdas, devido a menor demanda por comportamento conservador na mensuração das informações contábeis.

Espera-se que o coeficiente α2 seja igual a zero (α2 = 0), pois devido ao diferimento do reconhecimento dos ganhos até o momento em que seu fluxo de caixa seja realizado, fazendo, assim, com que os resultados positivos tornem-se um componente persistente do lucro

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contábil, que tende a não ser revertido (BALL; SHIVAKUMAR, 2005, p.95). No caso de reconhecimento oportuno, os ganhos passam a ser um componente transitório do resultado e tendem a ser revertido nos períodos subseqüentes. Isso implica em que o coeficiente α2 seja menor que zero (α2 < 0).

Por outro lado, o reconhecimento mais oportuno das perdas do que dos ganhos, implica em que o coeficiente α3 seja menor que zero (α3 < 0). Utilizando-se o mesmo raciocínio, o reconhecimento oportuno das perdas resulta em decréscimos transitórios do resultado e, conseqüentemente, devem ser revertidas nos períodos seguintes, implicando, a priori, em que o somatório dos coeficientes α₂ e α₃ seja menor que zero (α₂ + α₃< 0).

Ressalta-se que não existe uma predição para os coeficientes lineares (interceptores) α0 e α1

nesse modelo.

Com relação à dimensão do gerenciamento de resultados contábeis, torna-se relevante identificar o nível de comportamento oportunístico no momento em torno da emissão pública de ações e debêntures, destacando-se a seguinte hipótese:

Hipótese 4: O nível de gerenciamento de resultados contábeis é significativamente diferente no momento em torno da oferta pública das ações e debêntures pelas companhias abertas brasileiras.

A proxy de gerenciamento de resultados contábeis utilizada neste trabalho foi accrual discricionário (DA_it) estimado através dos modelos propostos por Kang e Sivaramakrishnan (1995, p. 353) e Pae (2005, p.6). Martinez (2001) evidencia que o modelo KS apresenta melhores resultados no contexto brasileiro. Por esse modelo, os accruals não-discricionários são estimados através da seguinte regressão (equação 3):

TAit = Φ0 + Φ1(δ1Rit) + Φ2(δ2Dit) + Φ3(δ3PPEit) + εit (3) em que:

TAit =accruals totais da empresa i no período t;

Rit = receitas líquidas da empresa i no período t;

Dit = montante dos custos e despesas operacionais da empresa i no período t, excluídas as despesas com depreciação e amortização;

PPEit = saldo das contas do Ativo Imobilizado e Ativo Diferido (bruto) empresa i no final do período t;

δ₁ = CR_i,t-1 / R_i,t-1;

δ2 = (INVi,t-1 + DespAnteci,t-1+ CPi,t-1) / Di,t-1; δ3 = Depri,t-1 / PPEi,t-1;

CR_i-1t = saldo da conta duplicatas a receber (clientes) da empresa i no período t-1;

R_i,t-1 = receitas líquidas da empresa i no período t-1;

INV i,t-1 = saldo da conta estoques da empresa i no período t-1;

DespAntec i,t-1 = saldo da conta despesas antecipadas da empresa i no período t-1;

CP_i,t-1 = saldo das contas a pagar no curto prazo da empresa i no período t-1;

Depr i,t-1 = montante de despesas com depreciação e amortização da empresa i no

período t-1;

PPE_i,t-1 = saldo das contas do Ativo Imobilizado e Ativo Diferido (bruto) empresa i no final do

período t-1;

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ε_it = erro da regressão.

Todas as variáveis são ponderadas pelos ativos totais no início do período t.

O modelo proposto por Pae (2005, p.6) tem como objetivo aumentar o poder preditivo dos modelos Jones e Jones Modificado através inclusão de variáveis que representem o fluxo de caixa operacional e a reversão natural dos accruals anteriores. O modelo geral proposto por Pae (2005) é descrito da seguinte forma (equação 4):

TAit = α(1/At-1) + β1(∆Rit) + β2(PPEit) + β3(FCOit) + β4(FCOit-1) + β5(TAit-1) + εit (4) em que:

TAit =accruals totais da empresa i no período t

∆Rit = variação das receitas líquidas da empresa i do período t-1 para o período t;

PPEit = saldos das contas Ativo Imobilizado e Ativo Diferido (bruto) da empresa i no final do período t;

Ait-1 = ativos totais da empresa no final do período t-1;

FCOit = fluxo de caixa operacional da empresa i no período t;

FCO_it-1 = fluxo de caixa operacional da empresa i no período t-1;

TAit =accruals totais da empresa i no período t;

εit = erro da regressão;

Para os dois modelos utilizados, os accruals totais são calculados da seguinte forma:

TAit = (∆ACit -∆Dispit) – (∆PCit -∆Divit) – Deprit (5) em que:

TA_t = accruals totais da empresa no período t;

∆ACt = variação do ativo corrente (circulante) da empresa no final do período t-1 para o final do período t;

∆PC_t = variação do passivo corrente (circulante) da empresa no final do período t-1 para o final do período t;

∆Disp_t = variação das disponibilidades da empresa no final do período t-1 para o final do período t;

∆Divt = variação dos financiamentos e empréstimos de curto prazo da empresa no final do período t-1 para o final do período t;

Depr_t = montante das despesas com depreciação e amortização da empresa durante o período t;

Por fim, os accruals discricionários da empresa i no período t, calculadas da seguinte forma:

DAit = TAit – NDAit (6) em que:

DA_t = accruals discricionários da empresa no período t;

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TAt = accruals totais da empresa no período t ;

NDA_t = accruals não-discricionários da empresa no período;

Considera-se que as empresas que possuem maior desvio-padrão nos accruals discricionários são aquelas que têm maior probabilidade de gerenciamento de resultados contábeis. A utilização do desvio-padrão dos accruals discricionários, em vez do montante dos accruals discricionários, como medida de gerenciamento de resultados contábeis deve-se ao fato de que um maior volume de accruals (discricionários e não-discricionários) pode ser ocasionado pelas características particulares de um determinado setor de atividade econômica, o que afeta o processo de mensuração contábil e estimação dos accruals.

Por fim, considera-se que, as características peculiares no processo de oferta pública de títulos podem afetar diretamente a qualidade informacional dos accruals. Diante do exposto, pode-se levantar a seguinte hipótese de pesquisa:

Hipótese 5: A qualidade dos accruals contábeis reportados pelas companhias abertas é significativamente afetado pela oferta pública das ações e debêntures.

Levando-se em consideração que, o montante dos accruals é semelhante aos fluxos de caixa passados e futuros mais os respectivos ajustes dos erros de estimação, Dechow e Dichev (2002) propõem um modelo operacional para mensuração da qualidade dos accruals:

(

_t

) (

_t

) (

_t

)

_t

t CF CF CF

WC =α +β +β +β +ε

∆ ₀ ₁ ₋₁ ₂ ₃ ₊₁ (7)

em que:

∆WC_it = variação dos accruals do capital de giro da empresa i do período t-1 para o período t, ponderada pelos ativos totais no final do período t-1;

CFt-1 = fluxos de caixa no período t-1, ponderados pelos ativos totais no final do período t- 2;

CF_t = fluxos de caixa no período t, ponderados pelos ativos totais no final do período t-1;

CFt+1 = fluxos de caixa no período t+1, ponderados pelos ativos totais no final do período t;

ε_t = erro de estimativa nos accruals no período t;

α, β₁, β₂ e β₃ = coeficientes estimados da regressão pela Equação 5.

Segundo Dechow e Dichev (2002), os resíduos da regressão são os accruals que não estão vinculados com a realização dos fluxos de caixa e o desvio-padrão desses resíduos é uma medida de qualidade dos accruals. Considera-se que, quanto maior o desvio-padrão, menor a qualidade dos accruals.

Neste trabalho utilizou variáveis dummy para controlar características peculiares de cada setor econômico com o intuito de estimar parâmetros mais consistentes.

3.3. Plano Amostral

A população deste estudo foi formada pelo conjunto de companhias abertas brasileiras.

As informações necessárias à pesquisa foram obtidas nos bancos de dados da Economática, compreendendo o período de 2000 a 2006. A fim de se evitar viés na amostra e problemas de especificação na estimação dos modelos, foram excluídas deste trabalho: (a) as companhias com dados ausentes necessários a este estudo e (b) as companhias que atuam na atividade financeira, tais como: bancos, seguradoras, previdência privada ou particular, administração

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de empresas e empreendimentos ou que tenham receitas operacionais exclusivamente oriundas de participações societárias.

Inicialmente, as empresas-ano que apresentaram dados numéricos com 04 desvios- padrão acima e abaixo da média (outlier), foram excluídas das amostras, sendo que esse procedimento é consistente com os de pesquisas empíricas anteriores (SUBRAMANYAM, 1996). Todavia, quando da análise sem o procedimento de exclusão dos outliers, os resultados não se apresentaram significativamente diferentes.

.4. APRESENTAÇÃO E ANÁLISE DOS DADOS

As Tabelas 01 e 02 exibem, respectivamente, os parâmetros e estatísticas dos modelos utilizados para análise da persistência dos resultados contábeis e dos fluxos de caixa operacional.

Tabela 01 – Análise da persistência dos resultados contábeis

Emissão de Ações Emissão de Debêntures

t-2’ t-1 t0 t1 t-2’ t-1 t0 t1

Constante coefic. 0,039 0,079 0,062 -0,007 0,014 0,030 -0,033 0,022 p-value 0,034 0,595 0,007 0,723 0,152 0,015 0,113 0,038 LOit coefic. 0,662 1,802 0,001 0,761 0,506 0,000 1,336 0,433 p-value 0,002 0,056 0,003 0,000 0,000 0,706 0,000 0,000

R² 0,162 0,062 0,191 0,532 0,410 0,000 0,439 0,555

N 54 58 64 45 53 53 59 50

Tabela 02 – Análise da persistência dos fluxos de caixa operacional

t-2’ t-1 t0 t1 t-2’ t-1 t0 t1

Constante coefic. 0,026 0,017 0,164 0,144 0,078 0,193 0,162 0,114 p-value 0,393 0,630 0,000 0,000 0,018 0,000 0,026 0,000 FCOit coefic. 0,918 0,880 0,001 0,226 0,412 0,000 0,070 0,214 p-value 0,000 0,000 0,066 0,232 0,004 0,334 0,818 0,033

R² 0,499 0,443 0,160 0,053 0,239 0,026 0,002 0,134

N 54 58 64 45 53 53 59 50

Observa-se na Tabela 01, que o modelo utilizado para analisar a persistência dos resultados contábeis tem um R² que oscilou fortemente no período em torno da emissão das ações (entre 0,062 e 0,532) e da emissão de debêntures (entre 0,000 e 0,555). Em relação à persistência dos fluxos de caixa, verifica-se na Tabela 02 que o poder explicativo do modelo tem R² também teve o mesmo comportamento dos resultados contábeis, tanto para as empresas que emitiram ações (entre 0,053 e 0,499), como para aquelas que emitiram debentures (entre 0,002 e 0,239).

Analisando os coeficientes das variáveis explicativas dos modelos de persistência dos resultados contábeis (LOit) e dos fluxos de caixa (FCOit), é observado que os lucros contábeis correntes têm maior nível de persistência nos resultados futuros quando comparado a persistência dos fluxos futuros de caixa, excetuando-se o período t-2 para o grupo de companhias que emitiram ações no período analisado. Em uma comparação entre a persistência dos resultados contábeis dos períodos em torno da emissão das ações, foi verificado que existem diferenças significativas entre os coeficientes α₁, existindo uma menor persistência dos resultados contábeis no ano da oferta das ações, enquanto que para as debêntures a diminuição da persistência ocorre no ano anterior a sua emissão pública.

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A Tabela 03 apresenta estimativas do modelo para análise do conservadorismo (equação 2). Considerando um nível de significância de 5%, verificou-se que o coeficiente da variável ∆NIit-1 (α2) é, estatisticamente, igual a zero, pois o p-value é maior que 0,05 (WOOLDRIDGE, 2002), exceto para os dois anos anteriores na amostra referente às empresas que emitiram ações. Portanto, confirma-se o que foi predito anteriormente, ou seja, que os resultados positivos tornam-se componente persistente do lucro contábil, não sendo revertidos nos períodos subseqüentes nas demonstrações contábeis das empresas. Mas, somente para o período t-2 da amostra com as companhias que emitiram ações, o coeficiente da variável ∆NIit-1*D∆NIit-1 (α₃) é, significativamente, menor que 0 (α₃< 0).

Tabela 03 – Análise do conservadorismo dos resultados contábeis

t-2’ t-1 t0 t1 t-2’ t-1 t0 t1

Constante coefic. -0,021 -0,014 0,233 0,007 -0,005 -1,781 -0,005 -0,009 p-value 0,268 0,618 0,237 0,803 0,863 0,620 0,700 0,825 D∆NIit-1 coefic. 0,006 0,011 -0,205 0,040 -0,013 1,783 0,034 0,015 p-value 0,878 0,793 0,586 0,307 0,767 0,754 0,033 0,795

∆NIit-1 coefic. 0,642 0,528 -0,005 0,221 0,121 -21,370 0,166 -0,525 p-value 0,003 0,002 0,996 0,454 0,756 0,317 0,288 0,476

∆NIit-1 *

D∆NIit-1 coefic. -1,327 -0,899 0,526 -0,241 -0,808 20,803 -0,164 0,585 p-value 0,005 0,622 0,934 0,402 0,139 0,679 0,288 0,571

R² 0,269 0,188 0,011 0,477 0,078 0,036 0,077 0,022

Observações 54 58 64 45 53 53 59 50

As estimativas apresentadas na Tabela 03 evidenciam que os somatórios dos coeficientes α2 e α3 são menores que zero (α2 + α3 < 0), exceto para o ano da oferta das ações e das debêntures e para o ano posterior a oferta das debêntures. Assim, verifica-se que os números apresentam evidências empíricas inconclusivas sobre o reconhecimento oportuno das perdas, mas que, segundo a literatura corrente, essas deveriam ser revertidas nos períodos seguintes. Cabe salientar que o poder preditivo do modelo utilizado (equação 2) para analisar o nível de conservadorismo é baixo, sendo que o grau de ajustamento (R²) tem flutuado significativamente no período analisado em todas as amostras.

Para analisar o nível de gerenciamento de resultados contábeis, utilizou-se o desvio- padrão dos accruals discricionários estimados pelos modelos KS (KANG e SIVARAMAKRISHNAN, 1995) e Pae (2005). Na Tabela 05 constam os accruals discricionários médios e os respectivos desvios-padrão estimados pelos dois modelos para cada período analisado neste trabalho, bem como o coeficiente de determinação (R²) e número de observações.

Tabela 04 – Análise do gerenciamento dos resultados contábeis

t-2’ t-1 t0 t1 t-2’ t-1 t0 t1

KS Média 0,035 0,062 0,057 0,002 -0,003 0,036 0,011 -0,051 Desvio-padrão 0,103 0,099 0,646 0,163 0,143 0,135 0,200 0,182 Pae Média 0,035 0,052 -0,001 -0,004 0,013 0,006 -0,018 -0,015 Desvio-padrão 0,090 0,063 0,141 0,139 0,101 0,070 0,100 0,158

Observações 54 58 64 45 53 53 59 50

Para verificar se as diferenças entre as médias são estatisticamente significantes, foram utilizados os testes F ANOVA, Welch e Brown-Forsythe, sendo que os dois últimos são

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preferíveis quando o pressuposto da homogeneidade das variâncias não é observado (MERINO e DÍAZ, 2002). O atendimento ou não do pressuposto de homogeneidade de variância foi realizado através do teste Levene. Buscando maior robustez estatística, foi efetuado também o teste não-paramétrico Kruskal-Wallis para verificar se os accruals discricionários são significativamente diferentes, pois nesse teste não se faz necessário observar os pressupostos dos testes da normalidade e homogeneidade das variâncias.

Tabela 05 – Teste de homogeneidade de variância e teste de comparação de médias dos accruals discricionários

statistic p-value statistic p-value

Painel A - Modelo KS

Kolmogorov-Smirnov 3,662 0,000 6,273 0,000

Levene 6,293 0,000 3,694 0,013

ANOVA 0,262 0,853 1,210 0,307

Welch 1,726 0,165 1,071 0,365

Brown-Forsythe 0,352 0,788 1,158 0,335

Kruskal-Wallis 5,812 0,121 2,424 0,489

Painel B – Modelo Pae

Levene 1,727 0,165 2,009 0,116

ANOVA 1,794 0,152 0,572 0,634

Welch 2,419 0,074 0,724 0,541

Brown-Forsythe 1,953 0,125 0,596 0,619

Kruskal-Wallis 3,384 0,336 2,810 0,422

Com base no teste de Kolmogorov-Smirnov (Tabela 05), existem evidências para rejeitar a normalidade dos accruals discricionários estimados pelos dois modelos, ou seja, não os accruals discricionários apresentam distribuição normal. O teste de Levene (Tabela 05) analisou a existência de igualdade das variâncias dos grupos, e observou-se que os accruals estimados pelo modelo Pae têm variâncias homogêneas para as duas amostras analisadas, enquanto que o mesmo comportamento da variância não foi observado nos accruals estimados pelo modelo KS.

Observando todos os testes paramétricos (ANOVA, Welch e Brown-Forsythe) e não- paramétricos (Kruskal-Wallis) empregados para a análise das diferenças entre os accruals médios no período em torno da emissão de ações e debêntures pelas companhias brasileiras (Tabela 05), verifica-se que não existem diferenças estatisticamente significantes entre os accruals médios nos períodos próximos da oferta pública, em todas as amostras.

Tabela 06 – Estatística para a análise da qualidade dos accruals contábeis

t-2’ t-1 t0 t1 t-2’ t-1 t0 t1

Média 0,046 0,077 0,034 0,054 0,020 0,018 -0,009 0,214 Desvio-padrão 0,102 0,071 0,129 0,069 0,086 0,082 0,120 0,167

Observações 54 58 64 45 53 53 59 50

A Tabela 06 apresenta as médias e os desvios-padrão dos accruals estimados pelo modelo de Dechow e Dichev (2002), que avalia a qualidade da mensuração dos accruals.

Cabe lembrar que o desvio-padrão do accrual, como definido por Dechow e Dichev (2002), é uma métrica utilizada para avaliar a qualidade da mensuração das estimativas dos accruals contábeis.

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Com base nos dados apresentados na Tabela 07, os desvios-padrão dos accruals seguem uma distribuição normal (teste Kolmogorov-Smirnov) e existe igualdade das variâncias das amostras (teste Levene), levando-se em consideração um nível de significância de 5% (α = 0,05). Para verificar se as diferenças entre os desvios-padrão dos accruals são estatisticamente significantes, também, foram utilizados os testes F ANOVA, Welch e Brown-Forsythe.

Tabela 07 – Teste de homogeneidade de variância e teste de comparação dos accruals médios Emissão de Ações Emissão de Debêntures

statistic p-value statistic p-value

Levene 2,344 0,077 1,465 0,228

ANOVA 1,022 0,386 0,463 0,709

Welch 1,152 0,336 0,479 0,698

Brown-Forsythe 1,064 0,369 0,467 0,706

Kruskal-Wallis 5,329 0,149 2,116 0,549

Conforme os resultados descritos na Tabela 07, não existem evidências de que os erros nos accruals estimados pelo modelo proposto por Dechow e Dichev (2002) são significativamente diferentes no período em torno da emissão das ações e debêntures pelas companhias brasileiras. Portanto, os resultados apurados neste trabalho indicam que não existem diferenças entre a qualidade informacional dos accruals estimados pelo modelo Dechow e Dichev (2002).

5. CONSIDERAÇÕES FINAIS

Esta pesquisa teve como objetivo apresentar evidências empíricas que contribuissem para melhor compreensão da qualidade das informações contábeis, especificamente, sobre as dimensões da persistência, conservadorismo, gerenciamento de resultados e qualidade informacional dos accruals. Um melhor entendimento das características da informação contábil torna-se relevante, pois auxilia a análise econômica e financeira das empresas, contribuindo, principalmente, para a alocação dos recursos financeiros. Este trabalho analisou, especificamente, esses atributos da qualidade das informações contábeis no momento da oferta pública de ações e debêntures pelas companhias abertas brasileiras.

Este trabalho apresentou evidências que os resultados contábeis reportados pelas companhias brasileiras em torno da emissão de ações e debêntures são mais persistentes do que os fluxos de caixa. corroborando a hipótese levantada. Essa evidência sugere que os resultados contábeis têm maior conteúdo informacional do que o fluxo de caixa para a avaliação do desempenho das companhias brasileiras. Continuando a análise dessa dimensão da informação contábil, foi verificado que existe uma menor persistência dos resultados contábeis no ano da oferta pública das ações e no ano anterior a oferta pública das debêntures.

Essas evidências sugerem que no período próximo a oferta pública desses títulos, os critérios contábeis adotados pelas companhias abertas brasileiras podem ter sidos alterados, ocasionando uma volatilidade nos números contábeis, em particular, no lucro contábil. Não necessariamente, a mudança do critério contábil está relacionada a um comportamento oportunístico dos gestores, pois essa volatidade dos números contábeis pode estar relacionado à adoção de práticas contábeis exigidas pela Comissão de Valores Mobiliários, quando da oferta pública de títulos no mercado brasileiro.

Com relação ao conservadorismo, observa-se que os resultados apresentados nesta pesquisa não são satisfatórios, prejudicando as inferências sobre as evidências apresentadas.

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Essa dificuldade está relacionada ao baixo poder preditivo do modelo operacional empregado para mensurar o nível de conservadorismo das companhias em torno da emissão das ações e debêntures. Diante do fraco poder preditivo dos modelos operacionais utilizados pela literatura nacional e internacional, sugere-se que os futuros trabalhos sobre conservadorismo desenvolvam novas métricas para avaliar de forma mais adequada esse atributo da qualidade da informação contábil.

Nesta pesquisa também observou-se que não existem evidências estatísticas de que o comportamento oportunistico sofre influência da oferta pública de ações e debêntures no mercado brasileiro. Entretanto, essa evidência tem que ser observada com cautela, pois os modelos operacionais empregados neste trabalho apresentaram baixo poder preditivo, prejudicando as inferências do estudo.

Por fim, analisando a qualidade da informação contábil através da mensuração dos erros nos accruals, observou-se que não existem diferenças significativas entre a mensuração dos erros nas estimações dos accruals no período em torno da oferta pública de títulos pelas companhias brasileiras. Essa evidência sugere que não existem diferenças no conteúdo informacional dos accruals reportados nos anos próximos a oferta pública de ações e debêntures.

Com base nas evidências apresentadas neste trabalho, nem todos os atributos da qualidade da informação contábil sofrem influência da oferta pública de ações e debêntures.

Portanto, em linhas gerais, os resultados desta pesquisa sugerem que os números contábeis não são significativamente diferentes nos períodos em torno da emissão pública de ações e debêntures. Ou seja, a oferta pública de títulos não afeta a qualidade das informações contábeis.

Cabe ressaltar que, torna-se necessário o desenvolvimento de pesquisas sobre a influência das características peculiares dos eventos e transações econômicas sobre a qualidade da informação contábil.

Nesse sentido, sugere-se que os novos estudos analisem a qualidade da informação contábil nos diversos ambientes empresariais. Além disso, observou-se que os modelos empíricos nem sempre possuem um poder explicativo satisfatório para se analisar as hipóteses levantadas pela literatura, assim, sugere-se o desenvolvimento de novos modelos econométricos que levem em consideração as características particulares da economia local.

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